Okul Farkındalığı Ölçeği nin Türkçeye Uyarlanması: Geçerlik ve Güvenirlik Çalışması *

Pamukkale Üniversitesi Eğitim Fakültesi Dergisi (PAU Journal of Education) 46: 250-270 [2019] doi: 10.9779/pauefd.454945

Okul Farkındalığı Ölçeği’nin Türkçeye Uyarlanması: Geçerlik ve Güvenirlik Çalışması

Turkish Adaptation of the School Mindfulness Scale (M-Scale):

A Construct Validity and Reliability Study

· Geliş Tarihi: 23-08-2018 · Kabul Tarihi: 24-01-2019 · Yayın Tarihi: 22-05-2019

Öz

Bu araştırmada, Hoy, Gage ve Tarter’ın (2004) geliştirdiği ‘Okul Farkındalığı Ölçeği-OFÖ’nün Türk kültürüne uyarlanması amaçlanmıştır. Araştırmaya, Ankara’da bulunan 17 ilkokul ve ortaokulda görev yapmakta olan 215 öğretmen katılmıştır. OFÖ’ye ait veri seti çeşitli varsayımlar açısından incelendikten sonra geçerlik ve güvenirlik çalışmaları gerçekleştirilmiştir. Ölçeğin yapı geçerliği doğrulayıcı faktör analizi (DFA) ile test edilmiştir. DFA ile OFÖ’nün öğretmen farkındalığı ve müdür farkındalığından oluşan iki faktörlü yapısı doğrulanmıştır. Ölçeğin güvenirlik ve madde analizi çalışmaları kapsamında madde-toplam korelasyonları, iki-yarı test güvenirliği, Cronbach alfa, Guttman lambda, tabakalı alfa, Armor teta, McDonald omega ve alt %27-üst %27lik grup ortalama farkları incelenmiştir. OFÖ’de yer alan 14 maddenin madde ayırtediciliklerinin iyi düzeyde olduğu belirlenmiştir. Ölçeğin tamamına ilişkin iç tutarlık katsayısının .88 olduğu ve boyutlarına ilişkin katsayıların ise sırasıyla .83 ve .78 olduğu saptanmıştır. Gerçekleştirilen geçerlik ve güvenirlik analizleri, OFÖ’nün okul farkındalığı yapısının Türk kültüründe ölçülmesi için yeterli psikometrik özelliklere sahip, geçerli ve güvenilir bir ölçme aracı olduğunu göstermiştir.

Anahtar sözcükler: okul farkındalığı, öğretmen farkındalığı, müdür farkındalığı, geçerlik, güvenirlik, ölçek uyarlama

Atıf:

Büyükgöze, H. ve Özdemir, M. (2019). Okul Farkındalığı Ölçeği’nin Türkçeye uyarlanması: Geçerlik ve güvenirlik çalışması. Pamukkale Üniversitesi Eğitim Fakültesi Dergisi, 46, 250-270. doi:

10.9779/pauefd.454945

* Bu çalışma, birinci yazarın ikinci yazar danışmanlığında yürüttüğü doktora tezinden üretilmiştir.

**Arş. Gör., Hacettepe Üniversitesi, ORCID: 0000-0002-7563-4740, buyukgoze@hacettepe.edu.tr

***Doç. Dr., Hacettepe Üniversitesi, ORCID: 0000-0002-1166-6831, mrtozdem@hacettepe.edu.tr

Abstract

This study aimed to adapt the School Mindfulness Scale (M-Scale), developed by Hoy, Gage and Tarter (2004), into Turkish culture. A total of 215 teachers from 17 primary and middle schools located in Ankara participated in the study. First, some statistical assumptions were checked in the M-Scale data set, then validity and reliability studies were conducted. The construct validity of the scale was tested by confirmatory factor analysis (CFA). The CFA model validated the two-factor construct of the M-Scale. Within the reliability and item-analysis measures, item-total correlations, split-half test reliability, Cronbach’s alpha, Guttman lambda, stratified alpha, Armor’s theta, McDonald’s omega coefficients were calculated, and upper 27%-lower 27% group mean differences were examined by independent groups t test. The M-Scale was found to have a moderate level of item discrimination among its 14 items. The Crobach’s alpha value was calculated to be .88 for the overall M-Scale, .83 for the teacher mindfulness factor, and .78 for the principal mindfulness factor. The construct validation and reliability analyses indicated that the M-Scale appears to have adequate psychometric properties, and a valid and reliable data collection tool in measuring school mindfulness construct within Turkish culture.

Keywords: school mindfulness, teacher mindfulness, principal mindfulness, validity, reliability, scale adaptation

Cited:

Büyükgöze, H. & Özdemir, M. (2019). Turkish adaptation of the School Mindfulness Scale (M-Scale): A construct validity and reliability study. Pamukkale Üniversitesi Eğitim Fakültesi Dergisi, 46, 250-270. doi:10.9779/pauefd.454945

Giriş

Öğrenci başarısında etkili olan faktörlerin belirlenmesinin önem kazanmasıyla birlikte eğitim araştırmacıları etkili okul ve okul etkililiği kavramlarına daha yoğun bir şekilde odaklanmıştır.

Bu kapsamda, okul etkililiğine ilişkin birçok araştırma yürütülmüştür (Hallinger ve Heck, 1996, 2011; Hallinger ve Huber, 2012; Hopkins, Stringfield, Harris, Stoll ve Mackay, 2014; Ko, Hallinger ve Walker, 2012; Peurach ve Glazer, 2012). Bazı araştırmalar okul gelişimi ve etkililiğini öğretmen özellikleri, tutumu ve niteliği üzerinden ele alırken (Ham, Duyar ve Gümüş, 2015; Hanushek, Kain, O’Brien ve Rivkin, 2005; Heck, 2007; Teddlie ve Reynolds, 2000; Uline, Miller ve Tschannen-Moran, 1998), bazılarında ise okul yöneticisinin güvene dayalı okul kültürü oluşturma ve sağlıklı okul iklimini sürdürmedeki rolü vurgulanmıştır (Bellibas ve Liu, 2018; Hallinger ve Leithwood, 1996; Hoy, Hannum ve Tschannen-Moran, 1998).

Hoy ise okul dinamiklerinin başarılı olmasında okul kültürü ve ikliminin önemine dikkat çekmiştir (Hoy ve Hannum, 1997; Hoy, Tarter ve Bliss, 1990; Hoy ve Woolfolk, 1993). Hoy’a (2010) göre okul kültürü çok sayıda örgütsel özelliği içeren bir yapıdadır ve okul etkililiğini açıklamaya yardımcı, kapsamlı bir faktördür. Hoy (2003), okul etkililiği temelinde Langer’ın (1989) kavramsal çerçevesinden yararlanarak farkındalık yapısını incelemiş ve eğitim ortamlarına uyarlamıştır. Okul örgütlerine uyarlanan bu yapıyı okul farkındalığı olarak adlandırmıştır. Okul etkililiğine ilişkin uluslararası yazın incelendiğinde okul farkındalığının özellikle son yıllarda ele alınan bir yapı olduğu belirlenmiştir. Okul etkililiğini anlamaya ve açıklamaya yardımcı olan yapısı gereği okul farkındalığının Türkiye bağlamında araştırılması da önemli görülmektedir. Ancak, bu konuda Türk araştırmacılar tarafından geliştirilmiş bir ölçme aracı bulunmamaktadır. Hoy, Gage ve Tarter (2004) bu kapsamda öğretmen görüşlerine dayalı olarak okul farkındalığını incelemek, ölçmek ve değerlendirmek üzere bir ölçme aracı geliştirmiştir. Bu nedenle, okul farkındalığının Türkiye bağlamında da sağlıklı şekilde incelenmesi ve ölçülmesi amacıyla bu araştırmada Hoy ve diğerleri (2004) tarafından geliştirilen Okul Farkındalığı Ölçeği'nin Türkçeye uyarlanması, geçerlik ve güvenirliğinin test edilmesi hedeflenmiştir.

Okul Farkındalığı

Langer’ın (1989), bireysel farkındalığa ilişkin çalışması, farkındalık yapısının incelenmesi ve anlaşılmasında öncü araştırmalardan olmuştur. Langer bu çalışmasında farkındalığı ‘bireyin sürekli olarak zihninde yeni kategoriler açması ve her olaya ilişkin birden fazla bakış açısı geliştirmesi’ olarak tanımlamıştır. Ancak, örgüt düzeyinde incelendiğinde bireysel farkındalık yapısı yetersiz kalmıştır. Bu doğrultuda Weick, Sutcliffe ve Obstfeld (1999), Langer’ın kavramsal çerçevesi temelinde farkındalığı örgüt düzeyinde ele almış ve örgütsel/ kolektif farkındalık terimini kullanmıştır. Bu araştırmada, farkındalığı yüksek olan örgütler aynı zamanda örgütsel güven algısının da yüksek olduğu örgütler olarak irdelenmiştir. Bunun sonucunda Weick ve diğerleri (1999) bu tür örgütleri diğer örgütlerden ayıran beş temel özellik olduğunu belirtmiştir. Bu örgütlerin hassaten değişim odaklı, mevcut duruma yoğunlaşan, başarısızlıkları dikkate alan, taktiksel açıdan başarıyla yönetilen ve esnekliğe önem veren bir yapıda olduğu saptanmıştır.

Weick ve Sutcliffe (2001) daha sonra örgütsel farkındalığı yüksek olan örgütlerin özelliklerini birer bileşen olarak değerlendirmiş ve bu bileşenleri ‘başarısızlıkla önceden başa

çıkma, basitleştirmeye isteksizlik, uygulamalara duyarlılık, zorlukları aşma gücüne bağlılık ve uzmanlığı dikkate alma’ olarak adlandırmıştır. Hoy (2003) ve Hoy, Gage ve Tarter (2004, 2006) ise Weick ve Sutcliffe’in (2001) örgütsel farkındalık bağlamında sunduğu bu beş bileşeni eğitim örgütlerinin yapısı ve işleyişini dikkate alarak okul farkındalığı şeklinde kavramsallaştırarak uyarlamıştır. Bu nedenle, okul farkındalığı beş farklı bileşenden oluşan bütünleşik bir yapıyı temsil etmektedir. Okul farkındalığını oluşturan bileşenler ‘(1) hatalara ve başarısızlığa odaklanma, (2) basitleştirmeye isteksizlik, (3) eğitim-öğretim faaliyetlerinde duyarlılık, (4) zorlukları aşma gücüne bağlılık ve (5) uzmanlığı dikkate alma’ olarak sıralanmaktadır.

Hatalara ve başarısızlığa odaklanma: Genellikle örgütler başarılarına odaklanır ve bunu da gelecekteki başarıları için bir baskı unsuru olarak algılar. Potansiyel paydaşlarına da her zaman başarılarından bahsederler. Okullarda da işler aynı şekilde yürür, okul örgütünde yer alan herkes başarılarını paylaşmaya ve kendine bir pay çıkarmaya eğilimlidir ancak kimse başarısızlıkları sahiplenmeye istekli olmaz. Tam tersine, Weick ve Sutcliffe (2001) başarıya odaklanmanın rehavet, kibir ve tembelliği tetikleyeceğini öne sürmektedir. Örgütler yalnızca başarılarına odaklandıklarında, ne kadar beklentiyi karşıladıklarını görürler ancak ne kadar beklentiyi gerçekleştiremediklerinin farkına varamazlar. O nedenle, etkili örgütler başarıları ve başarısızlıklarına ne derece yoğunlaşmaları gerektiğine ilişkin bir denge gözeterek örgüt içerisinde farkındalığı sürdürebilir. Nasıl ki yalnızca başarılara odaklanmak örgütü hata yapmaya sürüklerse, yalnızca hatalara ve başarısızlıklara odaklanmak da umutsuzluğa ya da yanlı kararlara neden olabilir (Fiol ve O’Connor, 2003).

Hoy (2003) ise hatalara odaklanma bileşeninin, ilk bakışta, yenilgiyi kabul eden ya da umutsuzluğa yol açan bir algı oluşturduğunu belirtmekle birlikte, örgütleri en küçük sorunu dahi önemsemeye teşvik ettiği için esasen etkililiği arttıran bir alışkanlık olarak ifade etmektedir.

Okulların da tek motivasyon kaynağı ve hedefi başarı olursa, yalnızca bu başarılarını destekleyen veriyi seçerler ve küçük başarısızlıklarını gözardı ederler. Bu durumda ise küçük sorunlar zamanla büyüyebilir ve başa çıkılması zor bir hal alabilir. Örnek vermek gerekirse, bir okuldaki öğrencilerin %90’ı başarılı ve %10’u başarısız ise okul yöneticilerinin ve öğretmenlerin bu %10’luk dilimde yer alan öğrencilerin düşük akademik performansına ilişkin hassasiyet göstermesi ve bu durumu kolektif bir şekilde aşmaya ilişkin girişimde bulunması beklenir. Böylelikle, başarısızlıklarla çok daha önceden meşgul olunup önlem alınarak okul etkililiğinin artması sağlanabilir.

Basitleştirmeye isteksizlik: Günümüzde örgütlere büyük çapta bilgi akışı olmakta, bu ise basite indirgeme fikrinin doğal karşılanmasına yol açmaktadır. Bilginin önce analiz sonra sentez edilerek basitleştirilmesi örgüt açısından istenen bir durumdur. Öte yandan, basitleştirme ne kadar olağan ve yaygınsa, örgüt, içerisinde olup biteni anlamaya ve farkına varmaya o ölçüde uzaktır (Weick, Sutcliffe ve Obstfeld, 1999). O nedenle, örgütler bilgi akışını sınırlandırmamalı, sağlıklı bilgi akışını desteklemeli ve uygun yollarla gerçekleşmesini sağlamalıdır.

Okullar da diğer örgütlerde olduğu gibi uygulamalarını basitleştirmenin yollarını arar.

Ancak, özellikle de karar alma yetkisine sahip kişilerin okula ilişkin uygulamaları basite indirgemeye isteksiz olmaları gerekir (Hoy ve Miskel, 2008). Bu doğrultuda, karar alma sürecinde tüm paydaşları temsil eden ve farklı görüşlere ya da bakış açılarına sahip kişilere yer verilmesi beklenir. Böylelikle, her kesimi dikkate alan ve aynı zamanda farklı görüşleri gözeten kararlar alınabilir. Farklı bakış açıları sorunların çözümüne yönelik yeni yaklaşımlar

üretilmesini sağlar, bu ise beklenmedik bir sorun ile karşılaşıldığında daha kısa süre içerisinde başa çıkabilir durumda olmasını sağlar (Pinck ve Sonnentag, 2017).

Eğitim-öğretim uygulamalarına duyarlılık: Uygulamalara duyarlılık, genelleştirmeye karşı olma ve sorunun kökenine inme açısından basitleştirmeye isteksizlik bileşeni ile örtüşmektedir. Uygulamalara duyarlılık, yapılan iş ya da görev esnasında her şeyin olması gerektiği gibi işleyip işlemediğine ilişkin sürekli olarak kontrol ve izleme durumunda olmayı ifade eder. Weick ve Sutcliffe (2006) ise bu özelliğin, örgüt sistemi içerisindeki gerçekliğe yönelik tepkisel ve duyarlı olmayı gerektirdiğini belirtmiştir. Bununla birlikte, olası tehlike ya da sorunların önceden fark edilmesi ve buna yönelik eyleme geçilmesi de bu niteliğe sahip örgütlerde daha kolay gerçekleşmektedir.

Okul ortamında ise bu özellik okul yöneticisinin eğitim ve öğretim faaliyetlerini çok yakından takip etmesi olarak ifade edilmektedir (Kearney, Kelsey ve Herrington, 2013). Okul yöneticisinin eğitim-öğretim uygulamalarına yönelik bu duyarlılığı okul personeli ile olan ilişkileri ile yakından ilişkilidir. Okulun mevcut durumu, koşulları ve olup biten ne var ise öğretmenlerin bunu bir üst yönetime içtenlilikle aktarabilmesi için karşılıklı güvenin inşa edilmiş olması gerekir (Hoy, 2003; Hoy, Gage ve Tarter, 2006). Çünkü okullar ne kadar bürokratik bir yapıda olursa olsun, öğretmenler sınıflarında büyük ölçüde özerktir ve ancak kendileri anlatmaya istekli olursa okul yöneticisinin sınıf içerisinde olanlardan bilgisi olabilir (Thomas, 2017). O nedenle, farkındalık kuramı kontrolü, sıkı kurallar ile değil etkili iletişim aracılığıyla sağlamayı öngörür.

Zorlukları aşmaya bağlılık: Farkındalığı yüksek olan kurumların beş özelliğine ilşkin bahsedilen ilk üç özellik, örgütlerin nasıl farkındalıklarını besleyebilecekleri ve beklenmedik durumları nasıl daha büyük sorunlar haline gelmeden çözebileceklerine ilişkindir (Vogus ve Sutcliffe, 2012). Zorlukları aşmaya bağlılık ise güvenirliği yüksek örgütlerin krizle başa çıkma ve ardından hızlı bir şekilde örgütün kriz öncesi durumuna dönmesini sağlayan beceriler bütününü ifade etmektedir (Gage, 2003; Williams, 2010). Her örgütte sorunlar yaşanabilir ancak farkındalık sahibi okul yöneticileri bu gerçeğin bilincinde hareket ederler. Yüksek farkındalığa sahip okul müdürleri, sorunları büyümeden tespit etmeye odaklandıkları gibi bir kriz durumunda da zorlukları aşmaya yönelik bağlılıklarını ortaya koyarak bu yönde bir kapasitenin geliştirilmesini de destekler (Verdorfer, 2016). Okullar da diğer örgütlerde olduğu gibi beklenmedik durumlara karşı her zaman tedbirli olmalı ve aynı zamanda zorlukları aşmaya yönelik direnç göstererek bunlarla başa çıkabilmelidir. Okul ortamında karşılaşılan zorlukları daha kolay ve zamanında aşabilmek için öncelikle okuldaki bireylerin birbirlerinin kapasitelerinin farkında olması, problemin çıktığı bağlamın bilgisi ve eleştirel yaklaşma becerisi gereklidir (Weick ve Sutcliffe, 2001). Bu nedenle, okul müdürleri, öğretmenler ve diğer paydaşlar, beklenmedik sorunlar ile başa çıkabilmek adına her zaman dirençli ve esnek olmaya odaklanmalıdır (Hoy, Gage ve Tarter, 2006; Williams, 2010).

Uzmanlığı dikkate alma: Bireylerin doğustan gelen yetenekleri, eğitim ya da deneyim ile kazandıkları bir uzmanlık alanı olabilir. Ancak, çoğu örgütte ya fark edilmediği için ya da gösterilmesine olanak tanınmadığı için bu uzmanlık potansiyelinden yararlanılamamaktadır (Gage, 2003). Weick ve Sutcliffe’in (2001) de belirttiği gibi birçok örgütte yukarıdan aşağı gerçekleşen bir karar alma süreci benimsenmiştir ve bu durum üst yönetimde yapılan hataların hiyerarşide aşağılarda yer alanların hataları ile birleşerek daha kritik hale gelmesine yol

açabilmektedir. Ancak, farkındalığın yüksek olduğu örgütlerde, kararlardan etkilenecek kişilerin pozisyon, kıdem ya da makamı gözetilmeksizin karar verme sürecine katkı sunması sağlanır. Bu var olan ya da potansiyel sorunlara çözüm üretmeyi kolaylaştıran bir etmendir (Gage, 2003;

George, 2012; Hoy, 2003; Weick ve Sutcliffe, 2001). Yüksek farkındalığa sahip okulların bir özelliği de standartlaşmış kurallardan ve katı yapıları ve süreçleri benimseme yanlışından uzak durmalarıdır. Bu okullarda, kıdemden ya da mevkiden bağımsız olarak mevcut sorun ile uygun uzmanlığı eşleştirmeye önem verilir. Farkındalığı yüksek okullarda, karar alma sürecinde çoğunlukla tüm okul personelinin görüşüne başvurulur ve önem verilir, ancak o konuda bilgi sahibi ve uzmanlığa sahip kişilerin fikirlerine öncelik verilir. Başka bir ifadeyle, yüksek farkındalığa sahip okullarda sorunların çözümünde hiyerarşiden çok uzmanlığa odaklanılır (Barry ve Meisiek, 2010; Hoy, Gage ve Tarter, 2006; Kearney, Kelsey ve Herrington, 2013).

Yöntem

Bu araştırmada, Hoy, Gage ve Tarter’ın (2004) geliştirdiği Okul Farkındalığı Ölçeği’nin Türkçeye uyarlama çalışmasının yürütülmesi, geçerlik ve güvenirliğinin sınanması amaçlanmıştır. Bu doğrultuda, betimsel yöntem uygulanmış ve nicel araştırma tekniklerinden yararlanılmıştır.

Veri Toplama Aracı

Katılımcıların görev yapmakta oldukları okulun genel olarak farkındalık düzeyine ilişkin görüşleri Hoy, Gage ve Tarter’ın (2004) geliştirdiği Okul Farkındalığı Ölçeği (OFÖ) ile ölçülecektir. Ölçek, birçok uluslararası araştırmada okul farkındalığına ilişkin değerlendirme yapmak üzere kullanılmıştır (Hoy, Gage ve Tarter, 2006; Kearney, Kelsey ve Herrington, 2013;

Scarbrough, 2005; Thomas, 2017; Watts, 2009). OFÖ, Weick ve Sutcliffe (2001), Hoy (2003) ve Hoy, Gage ve Tarter’ın (2004) geliştirdiği okul farkındalığına yönelik bütünleşik yapının beş bileşenini kapsayan maddelerden oluşmaktadır. Ölçek, öğretmenlere uygulanmak üzere tasarlanmıştır. Ölçekten alınan yüksek puanlar, ilgili okula yönelik katılımcının okul farkındalığı algısının yüksek olduğuna işaret etmektedir. Ölçekte iki faktörde toplanan 14 madde bulunmaktadır. Öğretmen farkındalığı boyutunda yedi madde (örn: ‘Bu okuldaki öğretmenler, gelişime yönelik dönüt almayı olumlu karşılar’) ve müdür farkındalığı boyutunda yedi madde (örn: ‘Bir kriz halinde, bizim eğitim-öğretime devam edebilmemiz için durumla müdürümüz kendisi ilgilenir’) bulunmaktadır. 6lı Likert tipinde tasarlanan maddeler, (1) hiç katılmıyorum ile (6) tamamen katılıyorum arasında değerler alabilmektedir. Ölçekte yer alan maddelerden yedisi ters kodlanmaktadır. Ters kodlanan maddelere örnek olarak ‘Bu okuldaki birçok öğretmen değişime isteksizdir’ ve ‘Okul müdürümüz öğretmenlerin görüşlerine değer vermez’ verilebilir.

Ölçeğin geliştirilme aşamasında farkındalık yapısının tüm bileşenlerini temsil edecek şekilde alanyazına ve öğretmen, okul yöneticisi ve alan uzmanlarının görüşlerine dayalı olarak 67 ölçek maddesi hazırlanmış ve ilk pilot çalışma Ohio ile Kuzey Carolina eyaletlerinde yer alan 90’dan fazla okulda görev yapmakta olan toplamda 101 öğretmenle gerçekleştirilmiştir. Bu aşamada, her bir farkındalık bileşeninin birer boyut oluşturmadığı saptanmıştır. İlk pilot çalışma sonucunda, okul farkındalığındaki toplam varyansın %48’ini açıklayan 34 maddelik bir form elde edilmiştir.

İkinci pilot uygulamadan önce 34 maddelik form kuramsal açıdan tekrar değerlendirilmiş ve ölçeğin öğretmen farkındalığı ve müdür farkındalığı olmak üzere iki faktörden oluşması gerektiğine karar verilmiştir. Bu doğrultuda, mevcut formdan bazı maddeler çıkarılmış ve bazı maddeler de eklenmiştir. Böylelikle, 20 maddesi öğretmen farkındalığını ve 20 maddesi de müdür farkındalığını ölçecek şekilde form tekrar düzenlenmiştir. İkinci pilot uygulama, yedi farklı eyaletteki (Michigan, New York, Kuzey Carolina, Ohio, Oklahoma, Teksas ve Virginia) 103 okulda gerçekleştirilmiştir. Analiz sonuçlarına göre, her bir maddenin çoğunlukla uygulama öncesinde belirlenen faktörlerde yer aldığı belirlenmiştir. Ancak, çapraz yük veren altı madde formdan çıkarılmış ve 34 maddelik bir form elde edilmiştir. Bu formda yer alan 34 madde üzerinde birçok kez açımlayıcı faktör analizi uygulanmış ve bu doğrultuda form öğretmen farkındalığı ve müdür farkındalığı boyutlarında 10’ar madde yer alacak ve farkındalık yapısının beş bileşenini temsil edecek şekilde 20 maddeye indirilmiştir. Ölçeğin bu haline ilişkin Cronbach alfa içtutarlılık değeri öğretmen farkındalığı boyutu için .85 ve müdür farkındalığı boyutu için ise .92 olarak rapor edilmiştir.

Hoy, Gage ve Tarter (2004) bu noktada elde edilen ölçek formunun psikometrik özelliklerinde negatif yönde herhangi bir değişim olmadan madde sayısını azaltmaya karar vermiş ve bu kez ise Ohio eyaletinde yer alan 75 ortaokulda görev yapmakta olan 2600 öğretmen ile bir çalışma gerçekleştirmiştir. Bu çalışma sonucunda ise 14 madde ve iki faktörden oluşan ölçeğin mevcut formu elde edilmiştir. OFÖ’de yer alan maddelerin yük değerlerinin .55 ile .92 arasında yer aldığı belirlenmiştir. Ölçeğin öğretmen farkındalığı boyutu tarafından açıklanan varyans %13.55 ve müdür farkındalığı boyutu tarafından açıklanan varyans ise

%52.61’dir. Buna göre, OFÖ okul farkındalığı yapısındaki toplam varyansın %66.16’sını açıklamaktadır. Son olarak OFÖ’nün güvenirlik değerleri incelendiğinde, öğretmen farkındalığı boyutunun Cronbach alfa katsayısının .93 olduğu, müdür farkındalığı boyutuna ilişkin içtutarlık değerinin .96 olduğu ve ölçeğin tamamına ait güvenirlik katsayısının .95 bulunduğu rapor edilmiştir.

Hoy ve diğerleri (2004) tarafından yukarıda bahsedilen aşamalar sonucunda geliştirilen OFÖ’nün Türk kültürüne uyarlama, geçerlik ve güvenirlik çalışmaları ise araştırmacılar tarafından gerçekleştirilmiştir.

Okul Farkındalığı Ölçeği’nin Geçerlik ve Güvenirlik Çalışmaları

Ölçeğin uyarlama süreci, Ægisdóttir, Gerstein ve Çınarbaş (2008) tarafından önerilen ölçek uyarlama aşamaları izlenerek gerçekleştirilmiştir. Buna göre, ölçeğin uyarlama çalışmasına başlamadan önce OFÖ ile ölçülmek istenen okul farkındalığına yönelik bütünleşik yapının Türk eğitim sisteminde de mevcut olduğuna, böylelikle başka bir kültür için hazırlanmış olan ölçeğin uyarlanmasının Türk kültüründe bir karşılık bulacağına, anlamlı olacağına ve okul farkındalığının Türk kültüründe araştırılmasına katkı sağlayacağına eğitim yönetimi alanından öğretim üyelerinin görüşlerine de başvurularak karar verilmiştir. OFÖ’nün uyarlama çalışmasına, hak sahibi yazarlardan ölçeği Türkçeye uyarlamaya ilişkin e-posta aracılığıyla izin alınarak başlanmıştır.

Dil Eşdeğerliği

Bu aşamada öncelikle, her iki dile de çok iyi düzeyde hakim üç dil uzmanı tarafından İngilizce dilindeki yönergenin, cevaplama seçeneklerinin ve ölçek maddelerinin Türkçeye çevirilmesi

sağlanmıştır. Elde edilen üç ayrı çeviri formu, her iki dile de iyi düzeyde hakim bir eğitim yönetimi alan uzmanı ile müzakere edilerek, her bir ölçek maddesini anlamsal ve kavramsal açıdan en iyi şekilde temsil eden çeviriler seçilerek tek bir form elde edilmiştir. Elde edilen bu form, eğitim yönetimi, psikolojik danışma ve rehberlik ve eğitimde ölçme ve değerlendirme alanında öğretim üyesi olan ve eğitim alanında ölçek uyarlama sürecinde deneyimli uzmanların görüşüne sunulmuştur. Uzman görüşleri doğrultusunda ölçek maddelerinde kısmi düzeltmeler gerçekleştirilmiştir. Elde edilen bu form, yedi öğretmen ve iki okul yöneticisinden oluşan bir grubun görüşüne sunulmuş, dilsel ve deyimsel açıdan incelemeleri sağlanmıştır. Öğretmen ve okul yöneticilerinden oluşan grubun dönütleri değerlendirilmiş ve bu doğrultuda Türkçe form üzerinde kısmi düzeltmeler yapılmıştır.

Bir sonraki aşamada ise elde edilen Türkçe çeviri formunun, daha önceki çeviri aşamalarında yer almayan başka bir dil uzmanı tarafından İngilizceye geri çevirisinin yapılması sağlanmıştır. OFÖ’nün özgün formunda yer alan İngilizce maddeler ile geri çeviri ile elde edilen maddeler bir araya getirilerek incelenmiş ve geri çeviri ile elde edilen madde çevirilerinin özgün maddeler ile çoğunlukla tutarlı olduğu belirlenmiştir. Bu kapsamda, geri çeviri sonucunda elde edilen formun özgün form ile eşdeğerliğini değerlendirmek üzere OFÖ’nün hak sahibi Wayne K. HOY (Ohio Eyalet Üniversitesi, Ohio, ABD) ve arkadaşlarının görüşüne başvurulmuştur.

Hak sahibi yazarlar, geri çeviri ile elde edilen ölçek formunun, ölçeğin özgün formu ile dilsel, anlamsal ve kavramsal açıdan büyük ölçüde örtüştüğünü ifade etmiş ve 3. ve 14. madde için kısmi önerilerde bulunmuştur. Yazarların düzeltme önerileri dikkate alınmış, ilgili değişiklikler yapılmış ve revize edilen form tekrar uzman görüşüne sunulmuştur. Alan uzmanlarının da onayı ile ölçeğin nihai formu elde edilmiş ve OFÖ’nün dilsel ve anlamsal açıdan özgün form ile tutarlı olduğuna karar verilmiştir.

Okul Farkındalığı Ölçeği’nin Geçerlik Çalışmaları

OFÖ’nün dilsel eşdeğerlik çalışmaları sonucunda elde edilen formu, Ankara ilinde toplam 17 ilkokul ve ortaokulda görev yapmakta olan 215 öğretmene uygulanmıştır. Katılımcı öğretmenlerin 134’ü (%62.3) kadın ve 81’i (%37.7) erkektir. Öğretmenlerin yaş aralığı 22 ile 59 yaş (ranj=37) arasında değişmekte olup ortalama katılımcı yaşı 36.92’dir. Eğitim düzeyine göre incelendiğinde, katılımcılardan 6’sının (%2.8) önlisans derecesine, 177’sinin (%82.3) lisans derecesine ve 32’sinin (%14.9) lisansüstü eğitim derecesine sahip olduğu saptanmıştır.

Öğretmenlerin mesleki kıdeminin 2 yıl ile 39 yıl arasında yer aldığı ve ortalama mesleki kıdemin 12.9 yıl (SD=7.98) olduğu belirlenmiştir. Katılımcılar mevcut okullarındaki görev süresine göre incelendiğinde ise bu sürenin 2 yıl ile 18 yıl arasında değişmekte olduğu ve öğretmenlerin mevcut okuluna ilişkin ortalama görev süresinin 4.13 yıl (SD=3.52) olduğu gözlenmiştir.

Örneklem büyüklüğüne ilişkin alanyazın incelendiğinde, örneğin Tabachnick ve Fidell’in (2012) faktör yapısının belirgin ve az sayıda olduğu durumlarda faktör analizi yapmak için örneklem büyüklüğünün 100’e indirilebileceğini ancak güvenilir sonuçlar elde etmek için 200 deneklik bir örneklem büyüklüğünü gerekli bulduğu belirlenmiştir. Benzer şekilde, Sapnas (2004) da 100 kişilik bir denek grubunun analiz için yeterli olacağını rapor etmiştir. Kline (2013) ise geçerlik analizi için örneklem büyüklüğü belirlenirken dikkate alınacak denek-madde oranının 10/1 şeklinde gerçekleşmesi gerektiğini belirtmiştir. Öte yandan Myers, Ahn ve Jin (2011) doğrulayıcı faktör analizi ile veri toplama aracının kuramsal açıdan test edildiği

durumlarda 200 ve üzeri deneğe ihtiyaç olduğunu, evren kestirimi için yürütüldüğü araştırmalarda ise evren büyüklüğüne de bağlı olarak en az 300 veri ile analizin gerçekleştirilmesi gerektiğini ifade etmiştir. Psikometri ve ölçme alanında örneklem büyüklüğüne ilişkin yorumlar farklılaşmakla birlikte örneklem büyüklüğü arttıkça örnekleme hatasının azalması ve böylelikle ampirik açıdan daha sağlıklı ve net sonuçlar elde edilebilmesi için örneklem büyüklüğünün yüksek tutulması yönündeki görüş hakimdir (Gagné ve Hancock, 2006; MacCallum, Widaman, Zhang ve Hong, 1999; Marsh, Hau, Balla ve Grayson, 1998). Bu doğrultuda, OFÖ’nün iki faktörlü yapısı, toplamda 14 maddeden oluştuğu ve birçok psikometri uzmanı tarafından ortaya konulan örneklem büyüklüğü ölçütü göz önünde bulundurulduğunda 215 öğretmenden oluşan örneklem büyüklüğünün geçerlik ve güvenirlik analizleri için uygun olduğuna karar verilmiştir.

Doğrulayıcı faktör analizi (DFA), açımlayıcı faktör analizi (AFA) sonucunda elde edilen faktör yapısının farklı bir veri setinde kuramsal açıdan sınanması amacıyla yürütülür (Tabachnick ve Fidell, 2012). Başka bir ifadeyle, araştırmacı DFA uygulamasından önce kuramsal bir model kurar ve analizi kuramsal bir temele dayalı yürütür (Pituch ve Stevens, 2016). Bu kapsamda OFÖ’nün faktör yapısının kaynak dilde AFA ile ortaya konulmuş olması nedeniyle ölçeğin yapı geçerliğinin hedef dilde DFA ile test edilmesine karar verilmiştir. Veri setinin özelliklerine göre uygulanacak DFA yöntemi farklılaştığı için, veri bazı psikometrik varsayımlar açısından incelenmiştir.

Veri seti üzerinde ilk olarak normallik varsayımı test edilmiştir. Verinin normal dağılım gösterip göstermediği betimsel grafikler ve normallik testleri aracılığıyla belirlenebilmektedir.

Bu kapsamda öncelikle normal Q-Q olasılık grafiği incelenmiştir. Veri setine ait normal Q-Q olasılık grafiği Şekil 1’de sunulmaktadır.

Şekil 1. Normal Q-Q olasılık grafiği

Şekil 1’de sunulan normal Q-Q olasılık grafiğinde görülebileceği üzere puanlar düz bir çizgi üzerinde yer almaktadır. Grafikte yer alan noktaların düz bir çizgi üzerinde birleşmesi verinin normal dağılım gösterdiğine işaret etmektedir (Easton ve McCulloch, 1990). Buna göre, okul farkındalığına ilişkin öğretmen görüşlerine ait verinin normal dağılım gösterdiği belirtilebilir.

Veri setinin normallik analizleri kapsamında histogram grafiği de incelenmiştir. Veriye ait histogram grafiği Şekil 2’de sunulmaktadır.

Şekil 2. Histogram grafiği

Şekil 2’den de izlenebileceği gibi histogram grafiğinde yer alan dağılım eğrisinin normal dağılım eğrisine çok yakın olduğu belirlenmiştir. Bu ise OFÖ’ye ait veri setinin normal dağılımına yönelik biçimsel bir gösterge olarak değerlendirilmiştir.

Verinin normallik analizi kapsamında basıklık ve çarpıklık değerleri de dikkate alınmıştır.

Basıklık değerinin -.443 ve çarpıklık değerinin -.301 olduğu belirlenmiştir (SD=.835). ±2 aralığında yer alan basıklık ve çarpıklık değerlerinin normal dağılıma işaret ettiği belirtilmektedir (George ve Mallery, 2010; Gravetter ve Walnau, 2000; Trochim ve Donnelly, 2006). Bununla birlikte, Kolmogorov-Smirnov normallik testi yürütülmüştür. Test sonucunun manidar olmadığı, başka bir ifadeyle test verisinin normal dağılım gösterdiği belirlenmiştir (p>.05).

Normal dağılım gösteren veri setine ait ortanca, mod ve aritmetik ortalama değerlerinin aynı ya da çok yakın olması beklenir (Gravetter ve Walnau, 2000). Mevcut veriye ait ortanca değeri 4.28, mod değeri 4.29 ve aritmetik ortalama ise 4.34 olarak hesaplanmıştır. Bu değerlerin birbirine çok yakın olması da normal dağılıma kanıt olarak kabul edilmektedir. Veri seti, uç (°) ve aşırı değerler (*) açısından kutu grafiği ile incelenmiştir. Kutu grafiğinde herhangi bir uç ya da aşırı değere rastlanılmamıştır. Sonuç olarak, DFA modeli kurmak üzere elde edilen verinin betimsel grafikler ve normallik testleri sonuçlarına dayalı olarak normal dağılım gösterdiği belirlenmiştir.

Normallik varsayımını karşılayan veri setinin yapı geçerliğinin kovaryansa dayalı modellerle incelenmesi gerekmektedir (Hair, Ringle ve Sarstedt, 2011). Bu doğrultuda, veri setinin faktör yapısı LISREL 8.8 yazılımı (Jöreskog ve Sörbom, 2006) ile sınanmıştır. OFÖ’nün 14 madde ve iki boyuttan oluşan yapısına ilişkin sözdizimi dosyasının hazırlanması sonrasında analiz gerçekleştirilmiştir. DFA ile elde edilen model Şekil 3’te sunulmaktadır.

Şekil 3. OFÖ’ye ilişkin yol diyagramı

Şekil 3’te, OFÖ’ye ilişkin yol diyagramında ki-kare derecesinin x²=150.2, serbestlik derecesinin sd=74 olduğu, buna göre x²/sd oranının 150.2/74=2.02 (p<.05) olduğu belirlenmiştir. Bu oranın 5.0’in altında olması kuramsal modelin uyum iyiliğine sahip olduğuna, 3.0’ten daha küçük bir değer alması DFA modelinin iyi bir uyuma sahip olduğuna işaret etmektedir (Schermelleh- Engel, Moosbrugger ve Müller, 2003). DFA modeline ait RMSEA değeri .07 olarak hesaplanmıştır. RMSEA değerinin .08 ile .05 arasında yer alması kabul edilebilir uyuma, .05’in altında bir değer alması ise minimum hataya ve mükemmel uyuma kanıt olarak kabul edilmektedir (Browne ve Cudeck, 1993; MacCallum, Browne ve Sugawara, 1996). RMSEA değerine göre okul farkındalığına ilişkin DFA modelinin kabuledilebilir uyuma sahip olduğu belirtilebilir. DFA ile elde edilen diğer uyum iyiliği değerleri Tablo 1’de sunulmaktadır.

Tablo 1. DFA Modeline ait Uyum İyiliği Değerleri

Değişken Madde

Sayısı

sRMR CFI IFI GFI AGFI RFI NFI NNFI

Okul Farkındalığı 14 .059 .96 .96 .89 .85 .92 .93 .95

Öğretmen Farkındalığı 7 .043 .98 .98 .95 .91 .94 .96 .96

Müdür Farkındalığı 7 .052 .96 .96 .95 .91 .90 .93 .94

n= 215

Tablo 1’den izlenebileceği gibi OFÖ’nün iki faktörlü yapısı ve her bir boyutu için DFA yapılmış ve ortaya çıkan uyum iyiliği değerleri sunulmuştur. sRMR değeri, gözlenen kovaryans ile DFA modeli tarafından açıklanan kovaryans arasındaki ortalama farkı göstermektedir ve örneklem büyüklüğünden bağımsız bir değerdir (Quintana ve Maxwell, 1999). Bu nedenle, Hu ve Bentler (1995) model uyumuna karar verirken sRMR değerinin belirleyici olduğunu, .10 ile .05 arasındaki değerlerin kabul edilebilir uyumu gösterirken .05’ten küçük değerlerin çok iyi uyuma işaret ettiğini belirtmiştir. Buna göre, test edilen DFA modelinin görece iyi uyuma sahip olduğu belirtilebilir.

Analiz sonucunda elde edilen uyum iyiliği değerlerinden CFI, IFI, GFI, RFI, NFI ve NNFI’nın .90 üzerinde yer alması kabul edilebilir uyuma işaret ederken .95 ve üzerindeki değerlerin çok iyi model uyumunu gösterdiği ifade edilmektedir (Baumgartner ve Homburg, 1996; Marsh, Hau, Artelt, Baumert ve Peschar, 2006). Öte yandan, AGFI değeri için .85 ile .90 arasındaki değerler kabul edilebilir bulunurken, .90 ve üzerindeki değerlerin DFA modelinin iyi uyumuna işaret ettiği belirtilmektedir (Schermelleh-Engel, Moosbrugger ve Müller, 2003).

Mevcut DFA sonuçlarına göre ölçeğin tamamına ilişkin AGFI değeri .85 olarak hesaplanmıştır.

Bu değer, mevcut modelde kabul edilebilir düzeyde kalsa da örneklem büyüklüğü arttıkça AGFI ve GFI değerlerinin de yükseldiği bilinmektedir (MacCallum ve Hong, 1997). Sonuç olarak, DFA ile elde edilen modelin kuramsal modelle iyi düzeyde uyumlu olduğu ve OFÖ’nün yapı geçerliğinin sağlandığı belirlenmiştir.

Okul Farkındalığı Ölçeği’nin Güvenirlik Çalışmaları

OFÖ’nün güvenirlik çalışmaları PASW 18.0 yazılımı ve R-Project 3.5.1 sürümünde gerçekleştirilmiştir (R Core Team, 2018). Bu kapsamda madde toplam korelasyonları, iki yarı test güvenirliği (Spearman-Brown katsayısı), Cronbach alfa (α), tabakalı alfa (αs), Armor teta (θ), McDonald omega (ωh), Guttman katsayıları (λr) ve alt %27-üst %27 grup ortalama farkları hesaplanmıştır.

OFÖ’nün güvenirlik çalışmalarına madde-toplam korelasyonlarının hesaplanması ile başlanılmıştır. Madde-toplam korelasyon değerleri, ölçek maddelerinin ölçekte yer alan diğer maddelerin toplam puanı ile arasındaki ilişkiyi ortaya koyar. Korelasyon katsayılarının pozitif değerler alması ve yüksek olması (.30 ve üzeri) ölçekte yer alan maddelerin benzer davranışları ölçtüğünü gösterir (Zijlmans, Tijmstra, van der Ark ve Sijtsma, 2017). Bu çalışmada OFÖ’nün düzeltilmiş madde-toplam korelasyon değerlerinin .496 ile .672 arasında yer aldığı belirlenmiştir. Bu değerler, OFÖ’de yer alan maddelerin ayırtediciliğinin iyi düzeyde olduğu şeklinde yorumlanmıştır.

Normal dağılım gösteren veri setinin güvenirliğinin tespit edilmesinde çoğunlukla Cronbach alfa değeri hesaplanmaktadır (Gravetter ve Walnau, 2000). Öte yandan, nicel verinin

güvenirliğinin test edilmesinde yararlanılan katsayılardan biri olan Spearman-Brown katsayısının hesaplanması için verinin normallik varsayımını karşılamasına gerek yoktur.

Spearman-Brown katsayısı, iki yarı test güvenirlik değeri olarak da bilinmektedir ve veri setinin iki yarısı arasındaki ilişkiye ait bir değer üretmektedir. Guttman katsayısı ise ölçek maddelerinin iki yarıya ayırılıp kovaryans değerlerinin hesaplanmasıyla elde edilen bir değerdir, örneklem büyüklüğünden ve ölçekteki madde sayısından etkilenmektedir (Benton, 2013). Bu çalışmada, OFÖ’nün Cronbach alfa, Spearman-Brown ve Guttman katsayıları hesaplanmış ve Tablo 2’de sunulmuştur.

Tablo 2. Okul Farkındalığı Ölçeği’ne ait Güvenirlik Katsayıları

OFÖ Cronbach α Spearman-Brown Guttman λ

Okul farkındalığı .88 .87 .87

Öğretmen farkındalığı .83 .81 .79

Müdür farkındalığı .78 .79 .79

n=215; p<.05

Tablo 2’de izlenebileceği gibi OFÖ’nün tümüne ait Cronbach α .88, Spearman-Brown iki yarı test güvenirlik katsayısı .87 ve Guttman λ .87’dir. Bu değerler OFÖ’nün iyi düzeyde güvenirliğe sahip bir veri toplama aracı olduğunu göstermektedir (George ve Mallery, 2010; Schmitt, 1996).

Cronbach alfa katsayı formülü, ölçme aracında yer alan boyut ortalamaları, standart sapma ve faktör yük değerlerinin benzer düzeyde gerçekleştiği varsayımına dayanır ve eşbiçimli ya da eşdeğer olmayan başka bir ifadeyle konjenerik özellik gösteren veride içtutarlık kestirimini daha düşük hesaplamaktadır (Rae, 2007). Cronbach, Schönemann ve McKie (1965) birden çok boyutun yer aldığı ölçmelerde içtutarlığın daha güvenli kestirimi için alfa katsayısında düzenleme yapmış ve tabakalı alfa değerinin rapor edilmesini önermiştir. OFÖ’nün birden fazla boyuttan oluştuğu göz önünde bulundurularak tabakalı alfa değeri de incelenmiştir (αs= .91). Armor (1973) ise birden fazla boyutun bulunduğu ölçme aracının birleşik güvenirliği için kendisinin formüle ettiği teta değerinin rapor edilmesinin daha uygun olduğunu belirtmiştir.

Bu kapsamda OFÖ’nün Armor teta değeri de hesaplanmıştır (θ= .95). Bununla birlikte, konjenerik ölçmelerde McDonald omega katsayısının rapor edilmesinin ölçme aracının içtutarlığının daha iyi şekilde yorumlanmasına katkı sağlayacağı belirtilmektedir (Zinbarg, Revelle, Yovel ve Li, 2005). Mevcut araştırmada OFÖ’ye ait ωh= .95’tir. Sonuç olarak OFÖ’nün içtutarlık değerleri .87 ile .95 arasında değişmektedir.

Madde ayırtediciliğine yönelik gerçekleştirilen bir diğer güvenirlik analizi ise alt %27-üst

%27 grup ortalama farklarına ilişkin t-testidir. Wiersma ve Jurs (1990) normal dağılım gösteren veride alt ve üst %27’lik grupların en üst düzeyde farkı ortaya çıkardığını ve yeterli sayıda deneği içerdiğini belirtmiştir. Araştırma kapsamında yürütülen alt %27–üst %27 grup farklarına ilişkin bağımsız gruplar t-test sonuçları Tablo 3’te sunulmaktadır.

Tablo 3’ten izlenebileceği gibi alt %27–üst %27’lik grupların madde ortalama puanları arasında yürütülen bağımsız t-testinin sonuçları ölçekte bulunan her bir madde için .001 düzeyinde manidar bulunmuştur. Gruplar arasındaki farklara ilişkin değerlerin pozitif yönlü ve manidar olması, veri toplama aracının yüksek içtutarlığının bir kanıtı olarak değerlendirilmektedir (McCowan ve McCowan, 1999). Bu kapsamda, t-testi sonuçlarına dayalı olarak OFÖ’de yer alan maddelerin ayırtedicilik düzeylerinin yüksek olduğu belirtilebilir.

Tablo 3. OFÖ’ye ait Alt %27-Üst %27’lik Grup Farkları Bağımsız t-test Sonuçları

Faktör Madde no

Alt%27 Grup n=58 Üst%27 Grup n=58

Ss ss t p

Öğretmen Farkındalığı

3 3.57 1.39 5.40 .76 8.07 .000

4 2.93 1.51 5.32 .89 9.46 .000

7 2.61 .97 5.48 .50 18.34 .000

9 3.30 1.37 5.46 .54 10.25 .000

11 3.02 1.26 5.42 .73 11.50 .000

13 3.85 1.13 5.24 .52 7.76 .000

14 2.61 .99 5.34 .69 15.76 .000

Müdür Farkındalığı

1 3.44 1.37 5.53 .61 9.70 .000

2 3.91 1.35 5.65 .48 8.46 .000

5 2.95 1.54 5.44 .84 9.92 .000

6 3.65 1.54 5.79 .40 9.36 .000

8 3.24 1.31 5.44 .61 10.62 .000

10 3.16 1.28 5.36 .72 10.47 .000

12 2.22 1.21 4.46 1.24 9.05 .000

p<.001

Gerçekleştirilen geçerlik ve güvenirlik analizleri, OFÖ’nün okul farkındalığı yapısının Türk kültüründe ölçülmesi için yeterli psikometrik özelliklere sahip, geçerli ve güvenilir bir ölçme aracı olduğunu göstermiştir.

Tartışma ve Sonuç

Bu araştırmada, Hoy (2003) ve Hoy, Gage ve Tarter (2004, 2006) tarafından kavramsallaştırılan okul farkındalığı yapısı ele alınmıştır. Okul farkındalığı beş farklı bileşenden oluşan bütünleşik bir yapıyı temsil etmektedir. Bu bileşenler hatalara ve başarısızlığa odaklanma, basitleştirmeye isteksizlik, eğitim-öğretim uygulamalarına duyarlılık, zorlukları aşmaya bağlılık ve uzmanlığı dikkate almaktan oluşmaktadır. Başka bir ifadeyle, okul farkındalığı, öğretmen ve yöneticilerin okuldaki sorunları dikkatlice ve düzenli bir şekilde gözetmesi, kriz haline gelmeden sorunları çözmesi, olayları basite indirgememesi, eğitim ve öğretime odaklanması, sorunlar karşısında esnek olması ve uzmanlık gücüne saygı gösterilmesini kapsar (Hoy, Gage ve Tarter, 2004). Bu açıdan, yüksek farkındalığa sahip olan okulların etkili okul özelliklerini gösterdiği belirtilmektedir (Kearney, Kelsey ve Herrington, 2013). Benzer şekilde, uluslararası alanyazında okul farkındalığı yapısı, okul etkililiği ile ilgili birçok değişken ile ilişkilendirilerek incelenmiştir. Bu kapsamda okul farkındalığının, kolaylaştırıcı okul yapısı ve öğretmenlerin psikolojik güçlendirme algısı (Gage, 2003; Watts, 2009), öğrencilerin akademik performansı (Kearney, Kelsey ve Herrington, 2013), örgütsel güven (Hoy, Gage ve Tarter, 2006), kolektif öğretmen yeterliği (Gage, 2003), dönüşümcü liderlik (Pinck ve Sonnentag, 2017) ve öğretmenlerin öğrenci kontrol ideolojileriyle (Thomas, 2017) ilişkili olduğu ortaya koyulmuştur.

Okul etkililiğini anlamaya ve açıklamaya yardımcı olan yapısı gereği okul farkındalığının Türkiye bağlamında da araştırılması önemli görülmektedir. Bu ihtiyaç doğrultusunda, bu araştırmada Hoy, Gage ve Tarter’ın (2004) geliştirdiği ‘Okul Farkındalığı Ölçeği-OFÖ’nin Türkçeye uyarlanması amaçlanmıştır. OFÖ, iki boyutlu ve 14 maddelik yapısı ile öğretmen görüşlerine göre okul farkındalığının ölçülmesine olanak sağlayan bir veri toplama aracıdır.

OFÖ’nün Türk kültürüne uyarlama çalışmasına dilsel eşdeğerlik çalışmaları ile başlanılmıştır. Dil uzmanları, alan uzmanları, akademisyenler, öğretmen ve okul yöneticileri ile ölçeğin hak sahiplerinin çok sayıdaki tekrarlı dönütleri sonunda ölçeğin dilsel eşdeğerliği sağlanmış ve Türkçe formu elde edilmiştir. Nihai formun elde edilmesinin ardından bu form Ankara ilinde görev yapmakta olan 215 öğretmene uygulanmıştır.

Ölçeğin faktör yapısının kaynak dilde AFA ile belirlenmiş olması nedeniyle OFÖ’nün yapı geçerliğinin hedef dilde DFA ile sınanmasına karar verilmiştir. Bu doğrultuda DFA’nın varsayımları açısından veri seti incelenmiştir. Bu kapsamda, normal q-q olasılık grafiği ve histogram grafiği incelenmiş, basıklık ve çarpıklık değerleri hesaplanmış ve Kolmogorov- Smirnov normallik testi yürütülmüştür. Bununla birlikte, veri setinin ortanca, mod ve ortalama değerleri hesaplanmış ve kutu grafiği uç ve aşırı değerler açısından incelenmiştir.

OFÖ’ye ait veri setinin varsayımları karşıladığının belirlenmesi ile ölçeğin yapı geçerliği DFA ile test edilmiştir. DFA ile elde edilen yol grafiği ve uyum iyiliği değerleri OFÖ’nün kuramsal yapı ile iyi derecede uyuma sahip olduğunu ve model geçerliğinin sağlandığını göstermiştir. OFÖ’nün güvenirliği ise düzeltilmiş madde-toplam korelasyonları, iki yarı test güvenirliği, Cronbach alfa, Guttman lambda, tabakalı alfa, Armor teta, McDonald omega ve alt

%27–üst %27 grup ortalama farkları bağımsız gruplar t-testi ile incelenmiştir. Güvenirlik analizleri, OFÖ’nün madde ayırtediciliğinin ve içtutarlığının yüksek olduğunu göstermiştir.

Ægisdóttir, Gerstein ve Cinarbas (2008) tarafından önerilen ölçek uyarlama aşamaları izlenerek gerçekleştirilen geçerlik ve güvenirlik analizleri, OFÖ’nün öğretmen görüşlerine dayalı olarak okul farkındalığı yapısının Türk kültüründe incelenmesini sağlayan, iyi düzeyde psikometrik özelliklere sahip, geçerli ve güvenilir bir veri toplama aracı olduğunu göstermiştir.

Bu çalışma ile Türkçeye kazandırılan OFÖ aracılığıyla ilk ve orta dereceli okullarda görev yapmakta olan öğretmenlerin görüşleri doğrultusunda okul farkındalığı yapısı incelenebilecektir. Bununla birlikte, uyarlanan ölçek aracılığıyla okul farkındalığı ile ilişkili olası değişkenlerin etkileşim düzeyleri ve yönleri de saptanabilecektir. Ayrıca, OFÖ’de yer alan boyutlara ilişkin hem geçerlik hem de güvenirlik değerlerinin ayrı ayrı raporlanarak sunulması, araştırmacıların ölçeğin ihtiyaç duydukları boyutunu kullanmalarına imkan tanımaktadır.

OFÖ’nün yakın gelecekte, okul etkililiğini ve gelişimini açıklamaya ve arttırmaya yönelik yürütülen araştırmalarda sıklıkla kullanılması öngörülmektedir. Farklı okul düzeylerinden ve/veya farklı illerden elde edilecek veri ile OFÖ’nün yapı geçerliği ve güvenirliğinin sınanması önerilmektedir.

Teşekkür/ Acknowledgments

Ölçek uyarlama sürecindeki katkılarından dolayı Doç. Dr. Sedat Gümüş (Necmettin Erbakan Üniversitesi) ve Doç. Dr. Nihan Demirkasımoğlu’na (Hacettepe Üniversitesi) teşekkür ederiz.

We gratefully thank Wayne K. Hoy, Fawcett Professor Emeritus in Educational Administration at the Ohio State University, for his support and feedback in scale adaptation process.

Kaynakça

Armor, D. J. (1973). Theta reliability and factor scaling. Sociological Methodology, 5, 17-50.

Baumgartner, H., & Homburg, C. (1996). Applications of structural equation in marketing and consumer research: A review. International Journal of Research in Marketing, 13(1), 139-161. doi:

10.1016/0167-8116(95)00038-0

Bellibas, M. S., & Liu, Y. (2018). The effects of principals’ perceived instructional and distributed leadership practices on their perceptions of school climate. International Journal of Leadership in Education, 21(2), 226-244. doi: 10.1080/13603124.2016.1147608

Benton, T. (Temmuz, 2013). An empirical assessment of Guttman’s Lambda 4 reliability coefficient.

Paper presented at the International Meeting of the Psychometric Society, Arnhem.

Browne, M. W., & Cudeck, R. (1993). Alternative ways of assessing model fit. In K. A. Bollen & J. S.

Long (Eds.), Testing structural equations models (pp. 136-162). Newbury Park, CA: SAGE.

Cronbach, L. J., Schönemann, P., & McKie, D. (1965). Alpha coefficients for stratified-parallel tests.

Educational and Psychological Measurement, 25(2), 291-312. doi:

10.1177/001316446502500201

Easton, G. S., & McCulloch, R. E. (1990). A multivariate generalization of quantile-quantile plots.

Journal of the American Statistical Association, 85(410), 376-386.

Fiol, C. M., & O’Connor, E. J. (2003). Waking up! Mindfulness in the face of bandwagons. The Academy of Management Review, 28(1), 54-70. doi: 10.2307/30040689

Gage, C. Q. (2003). The meaning and measure of school mindfulness: An exploratory analysis (Unpublished doctoral dissertation). The Ohio State University, Ohio, USA.

Gagné, P., & Hancock, G. R. (2006). Measurement model quality, sample size, and solution propriety in confirmatory factor analysis. Multivariate Behavioral Research, 41(1), 65-83. doi:

10.1207/s15327906mbr4101_5

George, D., & Mallery, M. (2010). SPSS for Windows step by step: A simple guide and reference, 17.0 update (10th ed.). Boston, MA: Pearson

Gravetter, F. J., & Wallnau, L. B. (2000). Statistics for the behavioral sciences (5th ed.). Belmont, CA:

Wadsworth/Thomson Learning.

Hair, J. F., Ringle, C. M., & Sarstedt, M. (2011). PLS-SEM: Indeed a silver bullet. Journal of Marketing, Theory and Practice, 19(2), 139-152. doi: 10.2753/MTP1069-6679190202

Hallinger, P., & Heck, R. H. (1996). Reassessing the principal’s role in school effectiveness: A review of empirical research, 1980-1995. Educational Administration Quarterly, 32(1), 5-44. doi:

10.1177/0013161X96032001002

Hallinger, P., & Heck, R. H. (2011). Exploring the journey of school improvement: Classifying and analyzing patterns of change in school improvement processes and learning outcomes. School Effectiveness and School Improvement, 22, 1-27. doi: 10.1080/09243453.2010.536322

Hallinger, P., & Huber, S. (2012). School leadership that makes a difference: International perspectives.

School Effectiveness and School Improvement, 23, 359-367. doi:

10.1080/09243453.2012.681508

Hallinger, P., & Leithwood, K. (1996). Culture and educational administration: A case of finding out what you don’t know you don’t know. Journal of Educational Administration, 34(5), 98-116.

doi: 10.1108/09578239610148296

Ham, S., Duyar, I., & Gumus, S. (2015). Agreement of self-other perceptions matters: Analyzing the effectiveness of principal leadership through multi-source assessment. Australian Journal of Education, 59(3), 225-246. doi: 10.1177/0004944115603373

Hanushek, E. A., Kain, J. F., O’Brien, D. M., & Rivkin, S. G. (2005). The market for teacher quality (Working Paper No. 11154). Retrieved from National Bureau of Economic Research website:

http://www.nber.org/papers/w11154

Heck, R. H. (2007). Examining the relationship between teacher quality as an organizational property of schools and students’ achievement and growth rates. Educational Administration Quarterly, 43(4), 399-432. doi: 10.1177/0013161X07306452

Hopkins, D., Stringfield, S., Harris, A., Stoll, L., & Mackay, T. (2014). School and system improvement:

A narrative state-of-the-art review. School Effectiveness and School Improvement, 25(2), 257- 281. doi: 10.1080/09243453.2014.885452

Hoy, W. K. (2003). An analysis of enabling and mindful school structures: Some theoretical, research and practical considerations. Journal of Educational Administration, 41(1), 87-109. doi:

10.1108/09578230310457457

Hoy, W. K. (2010). Organizational climate and culture: A conceptual analysis of the school workplace.

Journal of Educational and Psychological Consultation, 1(2), 149-168. doi:

10.1207/s1532768xjepc0102_4

Hoy, W. K., Gage, C. Q., & Tarter, C. J. (2004). Theoretical and empirical foundations of mindful schools. In W. K. Hoy and C. Miskel (Eds.), Educational administration, policy, and reform:

Research and measurement. Greenwich, CN; Information Age.

Hoy, W. K., Gage, C. Q., & Tarter, C. J. (2006). School mindfulness and faculty trust: Necessary conditions for each other? Educational Administration Quarterly, 42(2), 236-255. doi:

10.1177/0013161X04273844

Hoy, W. K., & Hannum, J. W. (1997). Middle school climate: An empirical assessment of organizational health and student achievement. Educational Administration Quarterly, 33(3), 290-311.

Hoy, W. K., Hannum, J., & Tschannen-Moran, M. (1998). Organizational climate and student achievement: A parsimonious and longitudinal view. Journal of School Leadership, 8(4), 336- 359.

Hoy, W. K., & Miskel, C. G. (2008). Educational administration: Theory, research, and practice (8th ed.). Boston, NY: McGraw Hill.

Hoy, W. K., Tarter, C. J., & Bliss, J. R. (1990). Organizational climate, school health, and effectiveness:

A comparative analysis. Educational Administration Quarterly, 26(3), 260-279. doi:

10.1177/0013161X90026003004

Hoy, W. K., & Woolfolk, A. E. (1993). Teachers’ sense of efficacy and the organizational health of schools. The Elementary School Journal, 93(4), 355-372.

Hu, L., & Bentler, P. (1995). Evaluating model fit. In R. Hoyle (Ed.), Structural equation modelling:

Concepts, issues, and applications (pp. 76-99). London, UK: SAGE.

Kearney, W. S., Kelsey, C., & Herrington, D. (2013). Mindful leaders in highly effective schools: A mixed-method application of Hoy’s M-scale. Educational Management Administration and Leadership, 41(3), 316-335. doi: 10.1177/1741143212474802

Kline, R. B. (2013). Exploratory and confirmatory factor analysis. In Y. Petscher & C. Schatsschneider (Eds.), Applied quantitative analysis in the social sciences (pp. 171-207). NY: Routledge.

Ko, J. Y. C., Hallinger, P., & Walker, A. D. (2012). Exploring school improvement in Hong Kong secondary schools. Peabody Journal of Education, 87(2), 216-234. doi:

10.1080/0161956X.2012.664474

Langer, E. J. (1989). Mindfulness. Cambridge, MA: Perseus Books.

MacCallum, R. C., Browne, M., & Sugawara, H. (1996). Power analysis and determination of sample size for covariance structure modeling. Psychological Methods, 1(2), 130-149. doi: 10.1037/1082- 989X.1.2.130

MacCallum, R. C., & Hong, S. (1997). Power analysis in covariance structure modeling using GFI and AGFI. Multivariate Behavioral Research, 32(2), 193-210. doi: 10.1207/s15327906mbr3202_5 MacCallum, R. C., Widaman, K. F., Zhang, S., & Hong, S. (1999). Sample size in factor analysis.

Psychological Methods, 4(1), 84-99. doi: 10.1037/1082-989X.4.1.84

Marsh, H. W., Hau, K., Artelt, C., Baumert, J., & Peschar, J. L. (2006). OECD’s brief self-report measure of educational psychology’s most useful affective constructs: Cross-cultural, psychometric comparisons across 25 countries. International Journal of Testing, 6(4), 311-360. doi:

10.1207/s15327574ijt0604_1

Marsh, H. W., Hau, K., Balla, J. R., & Grayson, D. (1998). Is more ever too much? The number of indicators per factor in confirmatory factor analysis. Multivariate Behavioral Research, 33(2), 181-220. doi: 10.1207/s15327906mbr3302_1

McCowan, R. J., & McCowan, S. C. (1999). Item analysis for criterion-referenced tests. Buffalo, NY:

CDHS, SUNY.

Myers, N. D., Ahn, S., & Jin, Y. (2011). Sample size and power estimates for a confirmatory factor analytic model in exercise and sport: A Monte Carlo approach. Research Quarterly for Exercise and Sport, 82(3), 412-423.

Ægisdóttir, S., Gerstein, L. H., & Cinarbas, D. C. (2008). Methodological issues in cross-cultural counseling research: Equivalence, bias, and translations. The Counseling Psychologist, 36(2), 188-219. doi: 10.1177/0011000007305384

Peurach, D. J., & Glazer, J. L. (2012). Reconsidering replication: New perspectives on large-scale school improvement. Journal of Educational Change, 13, 155-190. doi: 10.1007/s10833-011-9177-7 Pinck, A. S., & Sonnentag, S. (2017). Leader mindfulness and employee well-being: The mediating role

of transformational leadership. Mindfulness. doi: 10.1007/s12671-017-0828-5

Pituch, K. A., & Stevens, J. P. (2016). Applied multivariate statistics for the social sciences: Analyses with SAS and IBM’s SPSS (6th ed.). New York: Routledge.

Quintana, S. M., & Maxwell, S. E. (1999). Implications of recent developments in structural equation modeling for counseling psychology. The Counseling Psychologist, 27(4), 485-527. doi:

10.1177/0011000099274002

Rae, G. (2007). A note on using stratified alpha to estimate the composite reliability of a test composed of interrelated nonhomogeneous items. Psychological Methods, 12(2), 177-184. doi: 10.1037/1082- 989X.12.2.177

R Core Team (2018). R: A Language and Environment for Statistical Computing. R Foundation for Statistical Computing, Vienna, Austria. https://www.R-project.org.

Sapnas, K. G. (2004). Determining adequate sample size. Journal of Nursing Scholarship, 36(1), 3-5. doi:

10.1111/j.1547-5069.2004.t01-4-04003.x

Scarbrough, C. S. (2005). Aspects of organizational mindfulness and dimensions of faculty trust: Social processes in elementary schools (Unpublished doctoral dissertation). The University of Texas at San Antonio, San Antonia, Texas, USA.

Schermelleh-Engel, K., Moosbrugger, H., & Müller, H. (2003). Evaluating the fit structural equation models: Tests of significance and descriptive goodness-of-fit measures. Methods of Psychological Research Online, 8(2), 23-74.

Schmitt, N. (1996). Uses and abuses of coefficient alpha. Psychological Assessment, 8(4), 350-353. doi:

10.1037/1040-3590.8.4.350

Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (2012). Using multivariate statistics (6th ed.). Boston: Allyn & Bacon.

Teddlie, C., & Reynolds, D. (2000). The international handbook of school effectiveness research. NY:

Falmer Press.

Thomas, T. S. (2017). Pupil control ideology and mindfulness: A high school study (Unpublished doctoral dissertation). The University of Alabama, Tuscaloosa, Alabama, USA.

Trochim, W. M., & Donnelly, J. P. (2006). The research methods knowledge base (3rd ed.). Cinninnati, OH: Atomic Dog.

Uline, C. L., Miller, D. M., & Tschannen-Moran, M. (1998). School effectiveness: The underlying dimensions. Educational Administration Quarterly, 34(4), 462-483.

Watts, D. M. (2009). Enabling school structure, mindfulness, and teacher empowerment: Test of a theory (Unpublished doctoral dissertation). The University of Alabama, Tuscaloosa, Alabama, USA.

Weick, K. E., & Sutcliffe, K. M. (2001). Managing the unexpected. San Francisco: Jossey-Bass.

Weick, K. E., & Sutcliffe, K. M. (2006). Mindfulness and the quality of organizational attention.

Organizational Science, 17(4), 514-525. doi: 10.1287/orsc.1060.0196

Wiersma, W., & Jurs, S. G. (1990). Educational measurement and testing (2nd ed.). Boston, MA: Allyn

& Bacon.

Zijlmans, E. A. O., Tijmstra, J., van der Ark, L. A., & Sijtsma, K. (2017). Item-score reliability in empirical-data sets and its relationship with other item indices. Educational and Psychological Measurement, 1-23. doi: 10.1177/0013164417728358

Zinbarg, R., Revelle, W., Yovel, I., & Li, W. (2005). Cronbach’s α, Revelle’s β, and McDonald’s ωH: Their relations with each other and two alternative conceptualizations of reliability.

Psychometrika, 70(1), 123-133. doi: 10.1007/s11336-0974-7

Extended Abstract Introduction

Mindful behavior is conceptualized as interrogating established beliefs and norms, and promoting the practices and values that bring learning and growth to organizations (Hoy, 2003).

The concept of mindfulness was first established by Langer at individual level in 1989, then discussed and expanded by Weick and Sutcliffe (2001) at organizational level as collective mindfulness. Finally, Hoy (2003), and Hoy, Gage and Tarter (2006) adapted mindfulness into educational organizations. Hoy et al. studied mindfulness in school settings, and stated that mindful schools overcome the unexpected situations via preoccupation with small mistakes, continuous scrutiny, persistence, resilience and expertise. Accordingly, Hoy and his colleagues developed an instrument to enable researchers to reflect on and engage in mindfulness in educational settings. Similarly, in this study we aimed to adapt the School Mindfulness Scale (M-Scale), developed by Hoy, Gage and Tarter (2004), into Turkish culture, remaining loyal to the guiding principles for scale adaptation.

Method

A total of 215 teachers from 17 primary and middle schools located in Ankara participated in the study. Participants were noticeably female (n = 134, 62.3%). Teachers’ age ranged from 22 to 59 years, with an average age of 36.92. The highest level of educational attainment of the participants was shared with 2.8% having associate degrees, 82.3% bachelor’s degrees, and 14.9% graduate degrees. The average years of experience was 12.9 years (SD = 7.98) among the participants. Teachers’ years of experience in their current school ranged from 2 to 18 years, with an average of 4.13 years (SD = 3.52).

A confirmatory factor analysis (CFA) is conducted to test how well the theoretical construct fits the measured variables (Tabachnick & Fidell, 2012). In other words, the researcher establishes a theoretical measurement model before running a CFA (Pituch &

Stevens, 2016). Keeping this in mind, a CFA was conducted to confirm or reject the model obtained via exploratory factor analysis in the source language. As the CFA method differs based on the psychometric properties of the data, some statistical assumptions were checked over the M-Scale data set, then validity and reliability studies were conducted.

First, the normality assumption was checked by descriptive graphics, and tests of normality. Normal Q-Q probability plot and histogram graphic were used as descriptive tools to assess the normality. Both were interpreted to match a standard distribution of normality. The skewness and kurtosis values were also calculated for the M-Scale data. Skewness value was found to be -.301, and the kurtosis was -.443 (SD = .835). Values between ±2 are considered acceptable for a distribution to be normal or nearly normal (George & Mallery, 2010). The value Kolmogorov-Smirnov normality test yielded (p > .05) confirmed the normality of the M- Scale data distribution, as well.

In a normal distribution, the mean, median and mode are all expected to be the same or nearly the same because the curve is symmetric (Gravetter & Walnau, 2000). Within this study, the mean was calculated to be 4.34, with a median value of 4.28, and 4.29 for the mode, all

indicating normality. Last, the box plot of the data set was checked for outliers and extreme values, and no such case was present in the data.

As the M-Scale data set met a set of statistical assumptions including minimum sample size and normality of data, a covariance-based SEM model was preferred to confirm the model validity (Hair, Ringle, & Sarstedt, 2011). Further, within the reliability and item-analysis studies, corrected item-total correlations, split-half test reliability, Cronbach’s alpha and Guttman coefficients were calculated, and upper 27% - lower 27% group mean differences were examined by independent groups t test.

Results

To confirm the construct validity, we ran a CFA using LISREL software, and obtained several fit indices to evaluate the model fit [x²= 150.2; sd= 74; x²/sd = 150.2/74= 2.02; sRMR= .059;

CFI= .96; IFI= .96; GFI= .89; AGFI= .85; RFI= .92; NFI= .93; NNFI= .95]. The ratio of chi- square and degree of freedom was calculated to be 2.02, indicating a good fit (Schermelleh- Engel, Moosbrugger, & Müller, 2003). For almost all goodness of fit indices, values ≥ .90 are considered as a cutoff criterion except NNFI, AGFI, and GFI values. The NNFI values greater than .95 are interpreted as an acceptable fit, whereas AGFI and GFI values greater than .85 are interpreted acceptable. Overall, the CFA model validated the two-factor construct of the M- Scale.

Corrected item-total correlations appeared to exceed the accepted cutoff value of .30 (ranging between .496 and .672) indicating that each item was related to the overall M-Scale (Zijlmans, Tijmstra, van der Ark, & Sijtsma, 2017). Results of the independent groups t-test to examine upper 27% - lower 27% group mean differences statistically significantly supported the item discrimination of the M-Scale. To evaluate the internal validity of the scale, Cronbach’s alpha, split-half test reliability, Guttman lambda, stratified alpha, Armor’s theta, McDonald’s omega coefficients were calculated. The Cronbach’s alpha value was .88 for the overall M- Scale, .83 for teacher mindfulness factor, and .78 for principal mindfulness factor.

Discussion

Within the present study, the M-Scale was adapted into Turkish by following Ægisdóttir, Gerstein and Cinarbas’ (2008) scale adaptation framework. The construct validation and reliability analyses indicated that the M-Scale appears to have adequate psychometric properties, and a valid and reliable data collection tool to measure school mindfulness construct within Turkish culture. Turkish version of the M-Scale now may well enable Turkish researchers to examine school mindfulness in primary and/ or secondary education levels.

Similarly, it may also provide material for further investigations into the potential relationships of school mindfulness with related school effectiveness and improvement constructs within the Turkish education context.